我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響分析 計(jì)量

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1、我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)影響分析 經(jīng)濟(jì)基地 40501102 柴林如 一、問(wèn)題的提出 在經(jīng)歷了20多年的經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展和大量引入外資后，中國(guó)的對(duì)外直接投資也開(kāi)始飛速發(fā)展，今年上半年，我國(guó)非金融類對(duì)外直接投資78億美元，同比增長(zhǎng)21.1%。但不可否認(rèn)雖然我國(guó)對(duì)外直接投資發(fā)展迅速，資本流入仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于資本流出，“資本流出缺口”還是十分明顯。十六大報(bào)告就已明確指出，實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略是我國(guó)對(duì)外開(kāi)放新階段的重大舉措，我國(guó)將鼓勵(lì)和支持有比較優(yōu)勢(shì)的各種所有制企業(yè)對(duì)外投資，以帶動(dòng)商品和勞務(wù)出口，同時(shí)加速國(guó)內(nèi)資源優(yōu)化配置。這也預(yù)示了對(duì)外直接投資

2、將成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)不可忽視的力量。 同時(shí)，雖然我國(guó)實(shí)施了各種積極的政策以促進(jìn)就業(yè)，然而由于種種原因，目前我國(guó)的就業(yè)情況仍然不容樂(lè)觀，而且不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)也面臨著不同的壓力和發(fā)展途徑，在新時(shí)期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，“不能是自我封閉的調(diào)整，而應(yīng)是全面開(kāi)放的調(diào)整”（《實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略再思考》 陳淑紅）本文試圖研究我國(guó)對(duì)外投資作為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)越來(lái)越重要的因素，是否會(huì)對(duì)本國(guó)就業(yè)起到促進(jìn)作用，從而為緩解就業(yè)壓力開(kāi)辟一條新途徑。 二、理論分析與文獻(xiàn)綜述 1.國(guó)外關(guān)于對(duì)外直接投資就業(yè)效應(yīng)的理論成果 對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)就業(yè)的影響是圍繞著對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)的替代效應(yīng)和促進(jìn)效應(yīng)以及對(duì)就業(yè)規(guī)模、結(jié)構(gòu)

3、和區(qū)位分布的影響來(lái)進(jìn)行的。主要理論有 就業(yè)替代理論：賈塞( Jasay , 1960)認(rèn)為，在母國(guó)資本資源有限的情況下，對(duì)外投資將替代國(guó)內(nèi)投資或國(guó)內(nèi)消費(fèi)，如果資金流出并沒(méi)有出口增加或進(jìn)口減少來(lái)匹配，就會(huì)產(chǎn)生對(duì)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)。 就業(yè)補(bǔ)充理論：該理論認(rèn)為，當(dāng)對(duì)外投資屬于防御性投資的情況下，如企業(yè)投資于國(guó)外是為了開(kāi)發(fā)國(guó)內(nèi)得不到的資源或是由于關(guān)稅壁壘妨礙其出口而導(dǎo)致對(duì)外橫向投資時(shí)，對(duì)外投資將補(bǔ)充或促進(jìn)國(guó)內(nèi)投資或消費(fèi)。對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)產(chǎn)生正效應(yīng)。 就業(yè)組合效果論：布魯姆斯托姆(Blomstrom, 1994)認(rèn)為對(duì)外直接投資的發(fā)展既有正的效果，又有負(fù)的效果。效果的大小取決于力量的對(duì)比

4、與國(guó)際直接投資的產(chǎn)業(yè)分布等。Lipesy利用回歸分析與出口替代的方法分析了美國(guó)的對(duì)外直接投資的負(fù)效應(yīng)被流向國(guó)內(nèi)的直接投資的正效應(yīng)所抵消 就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化論：該理論認(rèn)為，由于管理職能集中于母公司，創(chuàng)造了許多母國(guó)非生產(chǎn)性就業(yè)機(jī)會(huì)。 公司戰(zhàn)略論：海米爾(Hamill, 1992)認(rèn)為公司戰(zhàn)略可能以不同方式影響母國(guó)就業(yè)數(shù)量、質(zhì)量及就業(yè)區(qū)位。采取獨(dú)立子公司戰(zhàn)略、簡(jiǎn)單一體化戰(zhàn)略、深層次一體化戰(zhàn)略的跨國(guó)公司對(duì)母國(guó)就業(yè)的影響是不同的。該理論認(rèn)為，隨著跨國(guó)公司一體化的增大對(duì)外投資的母國(guó)就業(yè)效應(yīng)就具有不確定性和不穩(wěn)定性。 2．國(guó)內(nèi)的理論研究成果 國(guó)內(nèi)外很多研究用“替代效應(yīng)”和“刺激效應(yīng)”之凈額來(lái)衡量跨國(guó)公

5、司海外直接投資對(duì)母國(guó)就業(yè)的影響。替代效應(yīng)是指與本可以在母國(guó)本土進(jìn)行的與海外生產(chǎn)活動(dòng)相聯(lián)系的就業(yè)機(jī)會(huì)的喪失。刺激效應(yīng)是指海外直接投資所導(dǎo)致的國(guó)內(nèi)就業(yè)機(jī)會(huì)的增加。直接投資對(duì)就業(yè)的影響取決于兩種作用的大小。 國(guó)內(nèi)研究中，多認(rèn)為我國(guó)對(duì)外直接投資的刺激效應(yīng)大于替代效應(yīng)(董會(huì)琳，黃少達(dá)，2001)，對(duì)國(guó)內(nèi)的就業(yè)影響是利大于弊的(尋炯，2002;楊建清，2004)。俞會(huì)新，薛敬孝（2002）認(rèn)為出口導(dǎo)向率對(duì)就業(yè)增長(zhǎng)有帶動(dòng)作用；楊玉華（2006）實(shí)證分析得出隨著貿(mào)易自由化的推進(jìn)，進(jìn)口對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)。尋舸( 2002)認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)就業(yè)的替代效應(yīng)主要發(fā)生于傳統(tǒng)工業(yè)部門(mén), 而刺激效應(yīng)則增加了新

6、興產(chǎn)業(yè)部門(mén)和第三產(chǎn)業(yè)部門(mén)的就業(yè)機(jī)會(huì)。 到目前為止，有關(guān)對(duì)外直接投資與母國(guó)就業(yè)效應(yīng)還沒(méi)有一般性結(jié)論，也沒(méi)有正式的理論框架去分析這種效應(yīng)。目前已采用的研究方法有如下幾種：一是統(tǒng)計(jì)回歸分析法。它利用對(duì)外直接投資與母國(guó)出口或投資的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)回歸分析，間接地得出對(duì)外直接投資與母國(guó)就業(yè)的相關(guān)性的結(jié)論；二是商業(yè)案例分析法。通過(guò)對(duì)個(gè)別企業(yè)或人員的走訪調(diào)查，由經(jīng)驗(yàn)歸納總結(jié)出對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)就業(yè)的影響；三是概念分析法。從對(duì)外投資的不同類型，不同流向等各個(gè)角度分析對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)就業(yè)的不同層面的影響；四是長(zhǎng)期分析法。采用跨度較長(zhǎng)的區(qū)間，從對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)就業(yè)的動(dòng)態(tài)影響的角度來(lái)分析；五是反證分析法。即假設(shè)對(duì)

7、外直接投資沒(méi)有發(fā)生時(shí)，國(guó)內(nèi)就業(yè)將如何變化，通過(guò)與已發(fā)生的對(duì)外直接投資進(jìn)行比較分析而得出結(jié)論。 由于我國(guó)的對(duì)外直接投資仍處于起步階段，故理論分析較多，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建就業(yè)人數(shù)的影響因素模型，從實(shí)證角度考察對(duì)外直接投資的效應(yīng)，并從不同產(chǎn)業(yè)入手對(duì)比其影響程度。 三、分析思路及數(shù)據(jù) （一）宏觀角度上來(lái)看，西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的就業(yè)理論是以凱恩斯的總需求理論為核心的。我們認(rèn)為凡是能促進(jìn)消費(fèi)和投資的經(jīng)濟(jì)措施都有利于產(chǎn)出和就業(yè)的增長(zhǎng)。故對(duì)外直接投資應(yīng)能對(duì)母國(guó)就業(yè)產(chǎn)生作用。就其具體形式來(lái)看，由文獻(xiàn)綜述可知，對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響是多方面的，本文從其影響的數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面進(jìn)行考慮。 1.

8、對(duì)于數(shù)量的影響體現(xiàn)在對(duì)就業(yè)總量的直接影響 首先建立就業(yè)人數(shù)影響因素的計(jì)量模型，我們已知： a.廠商利潤(rùn)產(chǎn)出Q-成本C b. 根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，產(chǎn)出 c. 故有 依據(jù)廠商利潤(rùn)最大化原則求導(dǎo)整理有： @ 在這里，考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和ODI對(duì)就業(yè)人數(shù)的影響，故對(duì)@進(jìn)行擴(kuò)展,最終引入5個(gè)變量: +e ODI表示對(duì)外直接投資 GDP代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平 K表示資本投入，即固定資產(chǎn)投資 W表示平均工資，即總工資除以就業(yè)人數(shù) A表示勞動(dòng)生產(chǎn)率（元/人） 通過(guò)對(duì)不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)的回歸分析來(lái)加以衡量。從而觀察分析其對(duì)不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響程度。 為了將非線性

9、關(guān)系轉(zhuǎn)化成線性關(guān)系，并且盡量消除變量極端值，非正態(tài)分布及殘差的異方差性，模型選擇對(duì)數(shù)形式 表示就業(yè)人數(shù)作為被解釋變量，i表示不同的產(chǎn)業(yè)。從而直接考察ODI對(duì)不同產(chǎn)業(yè)就業(yè)的直接影響。 bi為相關(guān)系數(shù)，可以用來(lái)衡量對(duì)外直接投資的就業(yè)彈性，表明ODI對(duì)的影響程度，彈性值越大，說(shuō)明對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用越大。 （二）數(shù)據(jù)來(lái)源 我國(guó)目前對(duì)外直接投資主要有兩套數(shù)據(jù)：其一，由原對(duì)外經(jīng)貿(mào)部統(tǒng)計(jì)并公布在《中國(guó)對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)年鑒》上；其二，由國(guó)際貨幣基金組織（IMF）根據(jù)中國(guó)國(guó)家外匯管理局的統(tǒng)計(jì)而公布在《國(guó)際收支統(tǒng)計(jì)》上。國(guó)際貨幣基金組織的數(shù)據(jù)，是根據(jù)中國(guó)國(guó)家外匯管理局在各個(gè)省市進(jìn)行的樣本調(diào)查取得的結(jié)果，其

10、口徑不僅包括最初的股本投資，也包括再投資收益以及公司之間的貸款。因此，這套數(shù)據(jù)更加真實(shí)的反映了我國(guó)實(shí)際的對(duì)外直接投資規(guī)模。 故在模型中選用第二套數(shù)據(jù) 2.ODI數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)際貨幣基金組織網(wǎng)站 Direct investment abroad; CHINA,P.R.: MAINLAND year DIRECT INVESTMENT ABROAD 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996

11、 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 UNITS SCALE U.S. dollars Millions 由于該數(shù)據(jù)是以美元為單位，故我選取了美元對(duì)人民幣的年平均匯率，將其折算成人民幣。 年平均匯率來(lái)源： 百度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù) 摘自《中國(guó)金融年鑒》 1992 5.5149 1993 5.7619 1994 8.6187 1995 8.3507 1996 8.3142 1997 8.2898 1998 8.2791 1999 8.2796 200

12、0 8.2784 2001 8.2770 2002 8.2770 2003 就業(yè)人數(shù)，平均工資，GDP,固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，金報(bào)興圖年鑒數(shù)據(jù)庫(kù) （三）數(shù)據(jù)處理 對(duì)外直接投資始于20世紀(jì)80年代，從無(wú)到有，從小到大，鑒于國(guó)際貨幣基金組織提供的數(shù)據(jù)從1982年開(kāi)始，故時(shí)間序列選擇1982年到2005年。最后相關(guān)數(shù)據(jù)整理如下： lnODI lnGDP lnWAGE lnK lnL lnL1 lnL2 lnL3 1982 1983 1984

13、 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998

14、 1999 2000 2001 2002 2003 078 2004 2005 四、對(duì)外直接投資就業(yè)效應(yīng)的計(jì)量分析 (一) 對(duì)于就業(yè)數(shù)影響程度的實(shí)證分析 模型設(shè)定： 1． 模型檢驗(yàn) 由于X5沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn),故將其剔除,對(duì)調(diào)整后的模型進(jìn)行回歸 模型調(diào)整為： 2． 檢查時(shí)間序列是否穩(wěn)定 由下表檢驗(yàn)結(jié)果可知，各變量雖不

15、是平穩(wěn)的，但是同階單整的 為了進(jìn)一步確定其是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，故需檢驗(yàn)其殘差序列是否平穩(wěn)： 樣本數(shù)據(jù)為24，故用樣本量為25的多變量協(xié)整檢驗(yàn)臨界值，變量數(shù)=4 顯著性水平為0.1時(shí)，臨界值為-4.15>-4.21，故殘差序列是平穩(wěn)的。 綜上可知，模型存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。 3． 檢驗(yàn)異方差是否存在 做WHITE檢驗(yàn)如下表所示。,表明不存在異方差。由于是小樣本，我們主要考慮T值的顯著性，由下圖所示，各變量T值均不顯著，故不存在異方差。 4． 檢驗(yàn)自相關(guān) 由結(jié)果所示，DW=1.74，在K=4，顯著性水平為0.05下，由DW臨界值可知， ，由于，故認(rèn)為不存在明顯

16、的自相關(guān)。 經(jīng)上述檢驗(yàn)，由最小二乘得以下回歸結(jié)果： () (161) (0.1612608) t= () () () () (-2.6874) F= DW=1.727 可以看出，模型可決系數(shù)很高，各變量的t統(tǒng)計(jì)量均通過(guò)檢驗(yàn)，F(xiàn)值也十分顯著，說(shuō)明模型對(duì)樣本擬合很好。，，故其對(duì)我國(guó)就業(yè)總量是有正的影響的。 (二) 對(duì)于就業(yè)質(zhì)量影響的計(jì)量分析 模型設(shè)定: 1. ODI對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響 首先檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性 可見(jiàn)，lnX,lnY是同階單整的。 檢驗(yàn)殘差項(xiàng)是

17、否平穩(wěn)： 故模型是可以協(xié)整的，長(zhǎng)期來(lái)看其存在穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。 經(jīng)最小二乘回歸得： lnY=3982938lnX S3049066) t=() (4.419) =0.47 0.446 F= df=24 DW=0.596 由結(jié)果可以看出，雖然T值能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但F值并不十分理想，可決系數(shù)也比較低低，故總體來(lái)說(shuō)，對(duì)外直接投資對(duì)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)數(shù)量影響并不大。 2．ODI對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響 為了避免偽回歸的情況出現(xiàn)，首先對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn) 由下圖結(jié)果所示，表明變量為同階單整： 為了考察模型是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，結(jié)果如圖 表

18、明殘差是平穩(wěn)序列，模型存在協(xié)整關(guān)系，故其存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，回歸模型具有一定的經(jīng)濟(jì)意義。 由最小二乘得 lnY= +lnX S345) (0.0075) t=() () =0.918 15 F= df=24 DW=1.5437 由結(jié)果可知，T值均通過(guò)檢驗(yàn)，且可決系數(shù)很高，故可以認(rèn)為ODI對(duì)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)有顯著影響。 3．ODI對(duì)于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的影響 檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性： 同理變量為同階單整，且其殘差序列為平穩(wěn)序列，結(jié)果如圖 模型存在協(xié)整關(guān)系，故其存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，回歸模型具有一定的經(jīng)濟(jì)意義。 由最小二乘得 lnY=8

19、.6227 + 0.2133lnX Se=(0.0847) (185) t=() () =0.8583 0.8519 F= df=24 DW= 由結(jié)果可知， T值和F值均通過(guò)檢驗(yàn)，且可決系數(shù)很高，模型擬和良好，故對(duì)外直接投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)也能產(chǎn)生顯著影響。 五、結(jié)論及經(jīng)濟(jì)解釋 由實(shí)證結(jié)果可知，我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)數(shù)量來(lái)說(shuō)是能看出其促進(jìn)作用的，由系數(shù)可知對(duì)外直接投資增加億人民幣,將會(huì)使就業(yè)總量增加0.048576萬(wàn)人. 故其對(duì)我國(guó)就業(yè)總量是有正的影響的,這是由于我國(guó)勞動(dòng)力過(guò)剩的情況比較嚴(yán)重，而且發(fā)展對(duì)外直接投資仍處于起步階段，很多投資屬于防御性投資，由前人的

20、觀點(diǎn)我們得知，這種投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資的擠占效應(yīng)并不是十分的顯著，相反會(huì)加大對(duì)國(guó)內(nèi)資本，中間產(chǎn)品的需求，對(duì)就業(yè)的刺激效應(yīng)要大于替代效應(yīng)。這也表明擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放，增加我國(guó)對(duì)外直接投資在現(xiàn)階段的確可以緩解就業(yè)壓力。 對(duì)外直接投資對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)質(zhì)量來(lái)說(shuō)，對(duì)于不同產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)影響程度存在著明顯差異，對(duì)于三個(gè)產(chǎn)業(yè)建立模型，模型調(diào)整后的可決系數(shù)依次為0.446，和。從擬和程度來(lái)看，說(shuō)明其對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)影響比較微弱。對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)都有較為顯著的影響。再通過(guò)觀察變量的系數(shù)值，即就業(yè)彈性，可知對(duì)外直接投資對(duì)三個(gè)產(chǎn)業(yè)的影響程度依次為0.02938，0.01132和0.2133。說(shuō)明其對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的影響程度最大

21、，這正符合了全球化的趨勢(shì)：第一產(chǎn)業(yè)比重下降，第三產(chǎn)業(yè)比重上升，從而表明對(duì)外直接投資對(duì)于我國(guó)就業(yè)質(zhì)量的提高是起到積極作用的。 這個(gè)結(jié)論與我們的預(yù)期也是相符的，首先農(nóng)業(yè)作為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，對(duì)外直接投資對(duì)其拉動(dòng)作用并不大。然而卻沒(méi)有出現(xiàn)文獻(xiàn)綜述中所說(shuō)的“替代效應(yīng)”。另外，我國(guó)對(duì)外投資多為工業(yè)性的跨國(guó)公司，如海爾等知名品牌，這樣，這些跨國(guó)公司在國(guó)內(nèi)的子公司或輔助企業(yè)就會(huì)加大第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)數(shù)量。第三產(chǎn)業(yè)包括了具有多種生產(chǎn)方式的行業(yè)，雖然有一些是資本密集型行業(yè)，但絕大多數(shù)行業(yè)均是勞動(dòng)、技術(shù)、知識(shí)密集型，資本有機(jī)構(gòu)成較低，同樣投資水平下的勞動(dòng)力需求量要高于其他產(chǎn)業(yè)(楊金星，1996)。尤其是2006年12月11

22、日后，我國(guó)的WTO五年保護(hù)期終結(jié)，服務(wù)行業(yè)全面開(kāi)放，這也給我國(guó)的服務(wù)人才提供了大量的就業(yè)機(jī)會(huì)。還有一部分企業(yè)在“走出去”的同時(shí)，其管理部門(mén)卻集中在中國(guó)總部，為國(guó)內(nèi)創(chuàng)造了許多非生產(chǎn)性的就業(yè)機(jī)會(huì)，吸納了大量的高科技人才從事研發(fā)并聘用了許多具有高水平的管理人員。而其在國(guó)外的子公司的國(guó)際經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)會(huì)導(dǎo)致對(duì)中國(guó)法律、管理、工程咨詢及國(guó)際金融等配套服務(wù)方面的需求，這便大大地刺激了這些服務(wù)領(lǐng)域的就業(yè)。“走出去”的戰(zhàn)略目標(biāo)一方面可以促進(jìn)國(guó)內(nèi)高新企業(yè)的發(fā)展，擴(kuò)大其就業(yè)規(guī)模。另一方面還可以創(chuàng)造出新的行業(yè)，并促進(jìn)國(guó)內(nèi)的就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整合勞動(dòng)力合理轉(zhuǎn)移，減輕國(guó)內(nèi)企業(yè)困境。從而拓寬了國(guó)內(nèi)就業(yè)渠道，為解決我國(guó)就業(yè)問(wèn)題提供新的思

23、路。 六、存在的問(wèn)題 不可否認(rèn)，由于種種原因上述回歸結(jié)果仍存在一些問(wèn)題。 首先是數(shù)據(jù)的選取問(wèn)題。目前國(guó)際上各國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)實(shí)踐中，根據(jù)其統(tǒng)計(jì)口徑的不同，可以分為三種統(tǒng)計(jì)制度：完全統(tǒng)一體系，美國(guó)體系和非統(tǒng)一體系。由于直接投資口徑的界定不同，其在直接投資流量、存量以及投資收益的流量、存量也就存在相應(yīng)的差異。我國(guó)在這方面的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)可以說(shuō)仍沒(méi)有做到標(biāo)準(zhǔn)化。我在這個(gè)基礎(chǔ)上盡量選取了較為全面的統(tǒng)計(jì)方法所得數(shù)據(jù)，但數(shù)據(jù)的代表性也不是十分確定。 其次，在做對(duì)于就業(yè)數(shù)量的回歸時(shí)，根據(jù)我國(guó)對(duì)外直接投資的實(shí)際歷史情況可知，到目前為止，中國(guó)對(duì)外直接投資無(wú)論從規(guī)模上還是從效益上看仍然處于初步階段，也就是

24、“不成熟的對(duì)外投資”階段。其數(shù)據(jù)尚不穩(wěn)定，模型中的樣本數(shù)據(jù)的采集只能來(lái)源于1982年至2005年這一階段，數(shù)據(jù)選擇空間及樣本數(shù)量不夠多，然而引入的變量卻較多，這對(duì)模型的正確結(jié)論可能有一定的影響。 另外由回歸結(jié)果我們看到，工資水平的系數(shù)為負(fù)值，這個(gè)結(jié)果說(shuō)明我國(guó)出現(xiàn)了勞動(dòng)曲線背彎的情況，但就我個(gè)人來(lái)看，目前中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還不足以達(dá)到這一水平，然而我查閱了部分文獻(xiàn)，表明在其他涉及到工資和就業(yè)人數(shù)的回歸分析中的確也出現(xiàn)了這種情況，并且我在剔出ODI，加入其他解釋變量分析就業(yè)人數(shù)等方法下發(fā)現(xiàn)，都出現(xiàn)了背彎的結(jié)論，在本文中暫不分析這一現(xiàn)象。 最后，在做對(duì)于就業(yè)質(zhì)量的回歸時(shí)，顯然除了對(duì)外直接投資之外

25、，還有其他的因素很多影響因素，由于回歸的目的是為了比較明顯地看出對(duì)外直接投資與就業(yè)人數(shù)之間的關(guān)系，從而通過(guò)回歸結(jié)果對(duì)比其對(duì)不同產(chǎn)業(yè)的影響程度，故在模型中剔除了其他因素的影響，最終后果是使計(jì)量模型結(jié)果擴(kuò)大了對(duì)外直接投資對(duì)就業(yè)人數(shù)的影響程度。但是所得結(jié)果仍可用于不同產(chǎn)業(yè)的縱向比較。 參考文獻(xiàn)： 1．尋舸 《促進(jìn)國(guó)內(nèi)就業(yè)的新途徑_擴(kuò)大對(duì)外直接投資》 財(cái)經(jīng)研究，2002年8月 2．謝丹 《對(duì)外直接投資對(duì)投資國(guó)國(guó)內(nèi)就業(yè)_產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之影響》 社會(huì)科學(xué)，2007年6月 3．鄭瑞忠 《淺議對(duì)外投資的擴(kuò)大對(duì)就業(yè)的影響》 國(guó)際市場(chǎng) 4．劉耀輝 《我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)就業(yè)的影響研究》 武漢理工大學(xué)碩士論文 5．黃曉芯，高佩娟 《中國(guó)對(duì)外FDI現(xiàn)狀及其效應(yīng)分析》 海外投資，2006年第8期